楊　云

[摘要]高管團(tuán)隊(duì)對(duì)企業(yè)績(jī)效具有重大影響，這種影響是通過(guò)高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程而發(fā)生的。本文基于行為整合概念研究高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程及其與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，對(duì)高管團(tuán)隊(duì)成員溝通頻率較高的飯店業(yè)進(jìn)行實(shí)證研究。通過(guò)飯店業(yè)高管團(tuán)隊(duì)行為整合與團(tuán)隊(duì)效能及企業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)行為整合對(duì)團(tuán)隊(duì)決策效能有顯著的正向影響，并對(duì)飯店的經(jīng)濟(jì)績(jī)效產(chǎn)生直接的積極影響。本研究還發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量與行為整合是相互作用的，即團(tuán)隊(duì)行為整合越高，越有利于制定高質(zhì)量的決策，越有利于促進(jìn)團(tuán)隊(duì)行為整合。

[關(guān)鍵詞]行為整合；高管團(tuán)隊(duì)；星級(jí)飯店；企業(yè)績(jī)效

[中圖分類(lèi)號(hào)]F59

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1002-5006(2009)02-0046-07

1引言

自從1984年漢姆布里科和梅森(Hambrick，Mason)提出高層梯隊(duì)理論以來(lái)，學(xué)者們對(duì)高管團(tuán)隊(duì)組成特征與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行了大量實(shí)證研究。然而20世紀(jì)90年代初期的實(shí)證研究結(jié)果存在嚴(yán)重分歧。漢姆布里科(Hambrick，1994)和菲尼克斯坦(Finkelstein，Hambrick，1996)對(duì)高層梯隊(duì)理論進(jìn)行了拓展，提出從團(tuán)隊(duì)組成、團(tuán)隊(duì)過(guò)程和團(tuán)隊(duì)結(jié)構(gòu)3方面來(lái)描述和評(píng)價(jià)高管團(tuán)隊(duì)。至此以后，學(xué)者們一方面繼續(xù)研究?jī)?nèi)外環(huán)境對(duì)高管團(tuán)隊(duì)組成特征和企業(yè)績(jī)效的影響。另一方面則研究高管團(tuán)隊(duì)過(guò)程和團(tuán)隊(duì)結(jié)構(gòu)。高管團(tuán)隊(duì)過(guò)程，即團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程被認(rèn)為能有效解釋組成特征對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的過(guò)程和機(jī)理。但是高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程仍然是“黑箱”(Lawrence，1997；Priem et al.，1999)。21世紀(jì)來(lái)，國(guó)外學(xué)者通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)行為整合(Behavior Integrative)概念對(duì)團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程有較好的解釋力。然而國(guó)內(nèi)學(xué)者還沒(méi)有針對(duì)這一過(guò)程變量進(jìn)行相關(guān)研究，為此本文將利用這一過(guò)程變量來(lái)研究我國(guó)飯店業(yè)高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，檢驗(yàn)這一過(guò)程變量對(duì)解釋高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程的有效性。

2相關(guān)文獻(xiàn)回顧

2．1高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程的研究進(jìn)展

在1994年認(rèn)識(shí)到研究團(tuán)隊(duì)組成特征與績(jī)效關(guān)系的局限性之前，已有少量的學(xué)者開(kāi)始研究高管團(tuán)隊(duì)的運(yùn)作過(guò)程，并試圖建立高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系(Dess，1987)，但是實(shí)證研究比較少。史密斯(Swith，1991)關(guān)注不同類(lèi)型的高管團(tuán)隊(duì)的運(yùn)作過(guò)程，包括溝通過(guò)程的拘謹(jǐn)以及它對(duì)組織績(jī)效的影響。米歇爾等(Michel，Hambrick，1992)使用社會(huì)整合概念來(lái)解釋平均團(tuán)隊(duì)任期與多樣化戰(zhàn)略和績(jī)效的聯(lián)系。他們認(rèn)為團(tuán)隊(duì)任期的長(zhǎng)短能表示團(tuán)隊(duì)整合的程度，團(tuán)隊(duì)整合的程度能影響績(jī)效。史密斯(Swith et al.，1994)通過(guò)對(duì)人口特征、社會(huì)整合和溝通與企業(yè)績(jī)效之間關(guān)系的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)社會(huì)整合和溝通作為中間變量能增加人口特征對(duì)企業(yè)績(jī)效的預(yù)測(cè)，并且還直接影響企業(yè)績(jī)效。

隨后學(xué)者們展開(kāi)了高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究。國(guó)外學(xué)者提出并驗(yàn)證了社會(huì)整合、溝通、沖突、行為整合、決策過(guò)程等許多過(guò)程變量，但是對(duì)這些變量解釋高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作差異的有效性還沒(méi)有統(tǒng)一定論。行為整合被一些學(xué)者認(rèn)為是研究高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程的核心問(wèn)題(Simsek et al.，2005)。

2．2行為整合概念的形成和相關(guān)研究進(jìn)展

社會(huì)心理學(xué)認(rèn)為溝通和社會(huì)整合是預(yù)測(cè)團(tuán)隊(duì)過(guò)程的兩個(gè)主要變量(Shaw，1981；McGrath，1984)。團(tuán)隊(duì)過(guò)程研究主要是圍繞這兩個(gè)概念展開(kāi)的。

團(tuán)隊(duì)行為的核心是溝通(Shaw，1981)，這也是社會(huì)交往的本質(zhì)。團(tuán)隊(duì)溝通是多維度的，可以用溝通頻率及非正式溝通等變量來(lái)測(cè)度。溝通頻率是指團(tuán)隊(duì)成員相互影響的次數(shù)，既包括面對(duì)面的會(huì)議，也包括電話，便條和網(wǎng)上交流溝通。非正式溝通是指利用非正式溝通渠道進(jìn)行的溝通，如白發(fā)談話和非結(jié)構(gòu)化的會(huì)議等。測(cè)量非正式溝通的目的是了解多大程度的非正式溝通渠道將影響正式溝通的渠道。史密斯(Smith et al.，1994)發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)成員之間的非正式溝通和溝通頻率與企業(yè)的銷(xiāo)售增長(zhǎng)率都是負(fù)相關(guān)的。

社會(huì)整合也是研究團(tuán)隊(duì)過(guò)程的重要測(cè)量變量(Dess，1987；Smith，1991)。社會(huì)整合是一個(gè)社會(huì)現(xiàn)象，反映團(tuán)隊(duì)的吸引力、對(duì)團(tuán)隊(duì)其他成員的滿(mǎn)意度以及團(tuán)隊(duì)成員之間的社會(huì)相互作用(O'Reilly et al.，1989)。社會(huì)整合與肖(Shaw，1981)提出的凝聚力概念相似，表示團(tuán)隊(duì)成員之間的相互吸引程度。社會(huì)整合高的團(tuán)隊(duì)將有更高的士氣和滿(mǎn)意度，而且更重要的是成員將在任務(wù)和過(guò)程中表現(xiàn)出更高的效率。史密斯(smith et al.，1994)發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)的社會(huì)整合與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)。

在對(duì)高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程的研究中，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)代表團(tuán)隊(duì)成員之間情感聯(lián)系的社會(huì)整合概念不能真實(shí)地反映出高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程，因?yàn)檩^高的社會(huì)整合有可能產(chǎn)生較低的團(tuán)隊(duì)決策效能。簡(jiǎn)妮斯(Janis，1972)認(rèn)為大家可能會(huì)因?yàn)楸舜酥g要保持和諧關(guān)系，而不愿意提出對(duì)決策的不同看法，使得團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量下降。施威格(Schweiger et al.，1989)建議研究變量不僅要反映高管團(tuán)隊(duì)的凝聚力，還要反映高管團(tuán)隊(duì)的任務(wù)制定過(guò)程，如果有更多任務(wù)相關(guān)的變量，低質(zhì)量的決策是可能被預(yù)防的。于是漢姆布里科(Hambrick，1994，1998)提出了行為整合這一概念來(lái)代替社會(huì)整合，并指出行為整合包括合作水平、信息交流的數(shù)量和質(zhì)量(也就是溝通)、共同決策3個(gè)維度，其中，合作水平屬于社會(huì)過(guò)程，信息交流、共同決策屬于任務(wù)過(guò)程。這3個(gè)維度在團(tuán)隊(duì)的運(yùn)作過(guò)程是相互加強(qiáng)和關(guān)聯(lián)的，能獲得團(tuán)隊(duì)運(yùn)作效率的整體效果，比單獨(dú)研究其中的一個(gè)維度對(duì)團(tuán)隊(duì)運(yùn)作的影響更有意義(Siegel，Hambrick，1996)。

穆尼(Mooney，2000)設(shè)計(jì)了行為整合的研究量表，將行為整合概念操作化，并研究了行為整合與沖突的關(guān)系。隨后行為整合的實(shí)證研究開(kāi)始增多，最近的研究認(rèn)為行為整合對(duì)企業(yè)績(jī)效具有重要的影響。行為整合變量對(duì)企業(yè)績(jī)效有顯著的正向影響(Michalisin et al.，2004)。西塞克(Simsek et al.，2005)在總結(jié)穆尼(Mooney，2000)的行為整合量表和西斯(Seers，1989)的團(tuán)隊(duì)成員信息交換質(zhì)量量表的基礎(chǔ)上，發(fā)展了測(cè)量高管團(tuán)隊(duì)行為整合的9項(xiàng)目量表，并運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證了影響高管團(tuán)隊(duì)行為整合的前置變量，證明了高管團(tuán)隊(duì)的人口統(tǒng)計(jì)特征與行為整合密切相關(guān)。卡米里(Carmeli，Schaubroeck，2006)探討了高管團(tuán)隊(duì)的行為整合對(duì)戰(zhàn)略決策質(zhì)量的解釋力以及對(duì)企業(yè)衰落的影響，通過(guò)對(duì)116家企業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)的行為整合越高，戰(zhàn)略決策質(zhì)量越高。行為整合直接

或間接地與企業(yè)衰落負(fù)相關(guān)。國(guó)內(nèi)學(xué)者曾曉華(2006)曾探討行為整合對(duì)高管團(tuán)隊(duì)組成特征和企業(yè)績(jī)效之間的中介作用，但由于問(wèn)卷量太小，結(jié)論不顯著。

從國(guó)外已有的研究看，行為整合被證實(shí)是研究高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程的重要變量。國(guó)內(nèi)有學(xué)者已嘗試進(jìn)行這方面的研究，但研究還不深入，因此還需要在我國(guó)開(kāi)展行為整合本土化研究。

3研究設(shè)計(jì)

3．1研究目的和研究對(duì)象的確定

行為整合概念包括合作水平、信息交流的數(shù)量和質(zhì)量(也就是溝通)、共同決策3個(gè)維度。其中，合作水平屬于社會(huì)過(guò)程，反映了高管團(tuán)隊(duì)成員之間的合作意識(shí)和互助行為；共同決策和信息交流屬于任務(wù)過(guò)程。信息交流反映了高管團(tuán)隊(duì)成員相互溝通的程度，能否共享信息，提出更高質(zhì)量的解決方案；共同決策指團(tuán)隊(duì)成員彼此知道自身的行動(dòng)與團(tuán)隊(duì)中其他成員的關(guān)聯(lián)性，清楚地理解所面臨問(wèn)題的整合性，經(jīng)常相互討論對(duì)彼此的期望(Simsek et al.，2005)。合作程度高的團(tuán)隊(duì)能夠更好地分享信息，清楚彼此的工作進(jìn)展，在團(tuán)隊(duì)其他成員有困難時(shí)提供幫助，從而提高了團(tuán)隊(duì)的運(yùn)作效率。國(guó)外學(xué)者通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)的行為整合有利于決策質(zhì)量的提高。筆者通過(guò)對(duì)飯店企業(yè)的調(diào)研，發(fā)現(xiàn)我國(guó)許多中高檔星級(jí)飯店每天有晨會(huì)，提供了更多機(jī)會(huì)讓高層管理者面對(duì)面地溝通和共同決策，而且飯店產(chǎn)品是一種綜合性強(qiáng)的服務(wù)產(chǎn)品，需要由客房部、餐飲部、娛樂(lè)部、工程部、財(cái)務(wù)部等多個(gè)部門(mén)密切配合共同提供讓顧客滿(mǎn)意的產(chǎn)品。因此飯店企業(yè)非常強(qiáng)調(diào)決策質(zhì)量和執(zhí)行力，高管團(tuán)隊(duì)成員之間的合作水平、溝通頻率和共同決策機(jī)會(huì)都比較高。為此，筆者認(rèn)為有必要在國(guó)內(nèi)首先以飯店企業(yè)作為研究對(duì)象，來(lái)探討高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程對(duì)團(tuán)隊(duì)決策、企業(yè)績(jī)效的影響。

3．2研究假設(shè)的提出

本文的目的是要通過(guò)行為整合變量來(lái)探討高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程對(duì)團(tuán)隊(duì)決策、企業(yè)績(jī)效的影響。高績(jī)效的企業(yè)需要更多的協(xié)調(diào)和溝通，高層管理人員會(huì)經(jīng)常面對(duì)面，相對(duì)頻繁地討論一些問(wèn)題，這使得行為高度整合的團(tuán)隊(duì)有一個(gè)行動(dòng)整合的邏輯基礎(chǔ)，它通過(guò)信息交換、信息共享、資源共享和決策來(lái)實(shí)現(xiàn)，因此最后的決策制定能整合多方面的信息，從而提高公司績(jī)效(Hamhrick，1998)。卡米里(Carmeli，Schaubroeck，2006)實(shí)證研究證明這一觀點(diǎn)，即高管團(tuán)隊(duì)的行為整合不僅直接影響團(tuán)隊(duì)決策的質(zhì)量，而且還可直接影響到企業(yè)績(jī)效，并通過(guò)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量間接影響企業(yè)績(jī)效?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的概念模型(圖1)。

其相關(guān)假設(shè)分別是：

H1a高管團(tuán)隊(duì)的行為整合與團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量呈顯著的正相關(guān)。

H1b高管團(tuán)隊(duì)的行為整合與團(tuán)隊(duì)決策滿(mǎn)意程度呈顯著的正相關(guān)。

H2行為整合與企業(yè)績(jī)效呈顯著正相關(guān)。

H3高管團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量能調(diào)節(jié)行為整合與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系。

高管團(tuán)隊(duì)的行為整合受到總經(jīng)理的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和總經(jīng)理的任期的影響(simsek et al.，2005)，高管團(tuán)隊(duì)的權(quán)力高度集中在CEO或其他領(lǐng)導(dǎo)人手中，則高管團(tuán)隊(duì)成員不愿意溝通和分享信息，從而使得企業(yè)很難對(duì)潛在的威脅有一個(gè)準(zhǔn)確的判斷，影響了決策的質(zhì)量(Edmondson et al.，2001)。因此在分析高管團(tuán)隊(duì)的行為整合與決策效能的關(guān)系時(shí)，將總經(jīng)理的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格作為控制變量。另外，國(guó)外學(xué)者在研究團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程與團(tuán)隊(duì)效能、企業(yè)績(jī)效時(shí)，往往將高管團(tuán)隊(duì)的規(guī)模、團(tuán)隊(duì)任期、總經(jīng)理的任期作為控制變量。本研究除了考慮這些變量的影響以外，還將我國(guó)飯店企業(yè)的所有制類(lèi)型作為控制變量。

3．3問(wèn)卷設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)收集

高管團(tuán)隊(duì)與一般的團(tuán)隊(duì)不同，其主要任務(wù)是制定企業(yè)戰(zhàn)略決策，商討企業(yè)發(fā)展方向和制定企業(yè)制度等，因此決策效能成為衡量高管團(tuán)隊(duì)效能的重要指標(biāo)。戰(zhàn)略決策的績(jī)效依賴(lài)于戰(zhàn)略決策的質(zhì)量以及這些決策是否被很好地執(zhí)行(Dooley，F(xiàn)ryxeU，1999)。羅(Rau，2001)從決策質(zhì)量評(píng)價(jià)和決策滿(mǎn)意程度兩個(gè)方面來(lái)衡量決策效能。本研究對(duì)決策效能的測(cè)量項(xiàng)目，一方面來(lái)自穆尼(Mooney，2000)提出的決策質(zhì)量測(cè)量量表，另一方面來(lái)自羅(Rau，2001)提出的決策質(zhì)量評(píng)價(jià)量表和決策的滿(mǎn)意程度量表。采用不同國(guó)外學(xué)者提出的團(tuán)隊(duì)效能的測(cè)量量表，可以更好地檢驗(yàn)測(cè)量的信度。

在深入的文獻(xiàn)研究和對(duì)飯店高層管理人員進(jìn)行了個(gè)別訪談的基礎(chǔ)上，本研究采取了翻譯國(guó)外經(jīng)過(guò)信度和效度檢驗(yàn)的較成熟的測(cè)量量表，各變量的測(cè)量項(xiàng)目及題目來(lái)源如表1。

為了更有效地比較出飯店在各個(gè)變量上的差異，本研究將國(guó)外學(xué)者測(cè)量時(shí)采用的5點(diǎn)量表，改為7點(diǎn)量表。

2006年7月到2006年12月，對(duì)廣東省、湖南省250多家三星級(jí)及以上飯店高層管理者發(fā)放問(wèn)卷，共計(jì)發(fā)放356份問(wèn)卷，回收203份，回收率為57％，剔除無(wú)效問(wèn)卷51份，有效問(wèn)卷來(lái)自105家飯店，共152份，有效問(wèn)卷的回收率為74％。

4研究結(jié)果分析

4．1信度和效度分析

信度分析是測(cè)量問(wèn)卷調(diào)查的綜合評(píng)價(jià)體系是否具有一定的穩(wěn)定性和可靠性的有效分析方法。學(xué)者們普遍使用內(nèi)部一致性系數(shù)(Cronbach。系數(shù))來(lái)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的有效性。海(Hair et al.，1998)認(rèn)為Cronbach。系數(shù)大于0.7，表明數(shù)據(jù)可靠性較高；計(jì)量尺度中的項(xiàng)目數(shù)小于6個(gè)時(shí)，Cronbach α系數(shù)大于0.6，表明數(shù)據(jù)也是可靠的。本文使用SPSS 13.0軟件，計(jì)算各個(gè)計(jì)量尺度與子尺度的內(nèi)部一致性系數(shù)。在計(jì)算過(guò)程中，將有多份調(diào)查問(wèn)卷的29家飯店則采取了取各個(gè)測(cè)量項(xiàng)目的平均值。分析結(jié)果見(jiàn)表2，所有計(jì)量尺度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.607－0.912之間，說(shuō)明測(cè)量量表是比較可靠的。

在效度分析方面，由于本研究中各個(gè)變量的設(shè)計(jì)和測(cè)量過(guò)程，幾乎都是沿用國(guó)外頗具代表性的問(wèn)卷而來(lái)，而且在部分變量上還采用了不同學(xué)者設(shè)計(jì)的量表進(jìn)行分析，如采用了國(guó)外穆尼(Mooney，2000)和羅(Rau，2001)編制的決策效能的測(cè)量項(xiàng)目，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩個(gè)量表的所有項(xiàng)目都存在顯著的相關(guān)；而且部分表達(dá)意思近似的項(xiàng)目，還進(jìn)行了配對(duì)樣本廠檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兩者一致性高，說(shuō)明決策效能的衡量工具具有建構(gòu)效度。同樣地，對(duì)飯店經(jīng)濟(jì)績(jī)效采用了一種比較客觀的變量，即人均勞動(dòng)生產(chǎn)率；一種是比較主觀的測(cè)量，即目前的經(jīng)濟(jì)效益和目前的管理績(jī)效兩個(gè)測(cè)量項(xiàng)目來(lái)進(jìn)行評(píng)價(jià)，經(jīng)相關(guān)性檢驗(yàn)，人均勞動(dòng)生產(chǎn)率與目前的經(jīng)濟(jì)效益、目前的管理績(jī)效存在顯著相關(guān)(與前者的r=0.370，P＜0.01；與后者的r=0.296，P＜0.01)，目前的經(jīng)濟(jì)效益與目前的管理績(jī)效存在顯著相關(guān)(r=0.415，P＜0.01)，反映出飯店經(jīng)濟(jì)績(jī)效的衡量工具也具有建構(gòu)效度。

4．2行為整合與團(tuán)隊(duì)效能關(guān)系的檢驗(yàn)

相關(guān)系數(shù)分析顯示，高管團(tuán)隊(duì)的行為整合與決策質(zhì)量、決策滿(mǎn)意度存在較強(qiáng)的關(guān)系(與前者r=0.465，P＜0.01；與后者r=0.332，P＜0.01)；溝通維度與決策質(zhì)量、決策滿(mǎn)意度存在較強(qiáng)的關(guān)系(與前者r=0.309，P＜0.01；與后者r=0.208，P＜0.05)；合作水平維度與決策質(zhì)量、決策滿(mǎn)意度存在較強(qiáng)的關(guān)系(與前者r=0.497，P＜0.01；與后者r=0.365，P＜0.01)；共同決策維度與決策質(zhì)量、決策滿(mǎn)意度的關(guān)系不太顯著。

將飯店高管團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量和決策的滿(mǎn)意度分別作為因變量，將高管團(tuán)隊(duì)的行為整合作為自變量，將所有制類(lèi)型、團(tuán)隊(duì)規(guī)模、團(tuán)隊(duì)任期均值、總經(jīng)理任期以及總經(jīng)理的管理風(fēng)格作為控制變量，進(jìn)行層級(jí)回歸(見(jiàn)表3)?；貧w分析結(jié)果表明總經(jīng)理的民主式管理風(fēng)格對(duì)團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量產(chǎn)生顯著正影響(標(biāo)準(zhǔn)化后的回歸系數(shù)β=0.415，P＜0.001)，其他控制變量對(duì)團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量影響不顯著；行為整合對(duì)團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正影響，能增加對(duì)決策質(zhì)量的解釋力△R²=0.270(P＜0.001)，意味著高管團(tuán)隊(duì)的行為整合與團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1a成立；其中溝通維度與團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β=0.300(P＜0.001)，合作水平維度與團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β=0.490(P＜0.001)，共同決策維度與團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β=0.166(P＜0.05)，因此溝通、合作水平、共同決策與團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

飯店所有制類(lèi)型、高管團(tuán)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)規(guī)模、團(tuán)隊(duì)任期均值和總經(jīng)理的任期均值都對(duì)團(tuán)隊(duì)決策滿(mǎn)意度有一定的影響，總經(jīng)理的獨(dú)裁式管理風(fēng)格也對(duì)決策滿(mǎn)意度產(chǎn)生正的顯著影響，將這些變量進(jìn)行控制后，高管團(tuán)隊(duì)的行為整合能增加對(duì)團(tuán)隊(duì)決策滿(mǎn)意度的解釋力△R²=0.088(P＜0.05)，意味著高管團(tuán)隊(duì)的行為整合與團(tuán)隊(duì)決策滿(mǎn)意度呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1b成立。其中合作水平維度與團(tuán)隊(duì)決策滿(mǎn)意度的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β=0.294(P＜0.05)，共同決策維度、溝通維度對(duì)團(tuán)隊(duì)決策滿(mǎn)意度的影響不顯著。

4．3行為整合、團(tuán)隊(duì)效能與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的檢驗(yàn)

以飯店規(guī)模、所有制類(lèi)型、區(qū)域、團(tuán)隊(duì)規(guī)模、團(tuán)隊(duì)任期、總經(jīng)理任期和總經(jīng)理的管理風(fēng)格為控制變量，對(duì)飯店高管團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量與飯店的經(jīng)濟(jì)績(jī)效、目前的管理績(jī)效進(jìn)行層級(jí)回歸分析，發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量與人均勞動(dòng)生產(chǎn)率、目前的管理績(jī)效存在較顯著的正相關(guān)關(guān)系，能增加對(duì)人均勞動(dòng)生產(chǎn)率、目前的管理績(jī)效的解釋力分別是△R²=0.017(P＜0.1)和△R²=0.048(P＜0.05)，高管團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量與人均勞動(dòng)生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β=0.149(P＜0.1)，因此團(tuán)隊(duì)決策效能對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生較顯著的影響。

將溝通、合作水平和共同決策合并成行為整合變量，研究它與決策質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系，見(jiàn)表4模型1和模型2。模型1反映行為整合對(duì)決策質(zhì)量的正影響，能增加對(duì)決策質(zhì)量的解釋力△R²=0.114(P＜0.001)；模型2反映行為整合對(duì)人均勞動(dòng)生產(chǎn)率有較顯著的正影響，能增加對(duì)決策質(zhì)量的解釋力△R²=0.019(P＜0.1)。因此假設(shè)H2成立。

模型3探討了決策質(zhì)量能否對(duì)行為整合和飯店經(jīng)濟(jì)績(jī)效起中介作用。當(dāng)行為整合與決策質(zhì)量同時(shí)出現(xiàn)在回歸方程中，他們與人均勞動(dòng)生產(chǎn)率不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，因此決策效能對(duì)行為整合和企業(yè)效能起部分中介作用；類(lèi)似的分析發(fā)現(xiàn)，行為整合變量使得決策效能與企業(yè)績(jī)效之間的較顯著的關(guān)系變得不顯著。由此可見(jiàn)，在我國(guó)飯店業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)中，行為整合和決策效能之間是相互影響，互為因果關(guān)系的。即團(tuán)隊(duì)行為整合越高，越有利于制定高質(zhì)量的決策；高質(zhì)量的決策，越有利于促進(jìn)團(tuán)隊(duì)行為整合。假設(shè)H3部分成立。圖2表示二者之間的相關(guān)關(guān)系。

5結(jié)論和討論

通過(guò)采用國(guó)外成熟的問(wèn)卷調(diào)查量表進(jìn)行我國(guó)飯店業(yè)高管團(tuán)隊(duì)的問(wèn)卷調(diào)查，發(fā)現(xiàn)行為整合對(duì)團(tuán)隊(duì)效能產(chǎn)生顯著的正向影響；行為整合對(duì)飯店的經(jīng)濟(jì)績(jī)效產(chǎn)生直接的積極影響，這些結(jié)論基本上與國(guó)外學(xué)者的研究相一致，說(shuō)明行為整合變量能有效地反映我國(guó)飯店業(yè)高管團(tuán)隊(duì)的運(yùn)作過(guò)程。

行為整合合并了高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程中的3個(gè)關(guān)鍵因素：合作水平、信息交流的數(shù)量和質(zhì)量(也就是溝通)、共同決策。對(duì)我國(guó)飯店高管團(tuán)隊(duì)的研究，發(fā)現(xiàn)合作水平對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量的影響最大(標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)β=0.490，P＜0.001)，其次是信息交流(標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)β=0.300，P＜0.001)，最后是共同決策(標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)β=0.166，P＜0.05)。合作水平不僅影響團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量，而且還影響團(tuán)隊(duì)決策滿(mǎn)意度(標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)β=0.166，P＜0.01)。信息交流和共同決策不能顯著地影響決策滿(mǎn)意度。由此可見(jiàn)，組成行為整合概念的3個(gè)維度中，合作水平對(duì)我國(guó)飯店高管團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量和決策滿(mǎn)意度的影響最大，提高高管團(tuán)隊(duì)的合作水平能顯著地提高團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量和增加決策滿(mǎn)意度。

本研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)飯店高管團(tuán)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量能夠部分調(diào)節(jié)行為整合與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，行為整合也能夠部分調(diào)整團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，即團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量與行為整合是相互作用的?？桌?Carmeli，Schaubroeck，2006)認(rèn)為團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量調(diào)節(jié)行為整合與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，但沒(méi)有發(fā)現(xiàn)行為整合對(duì)團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量與企業(yè)績(jī)效的調(diào)節(jié)作用。以往的研究還沒(méi)有提出行為整合與團(tuán)隊(duì)效能相互影響的觀點(diǎn)，因此這一結(jié)論還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。

盡管本研究結(jié)果在一定程度上反映出我國(guó)飯店高管團(tuán)隊(duì)運(yùn)作過(guò)程與企業(yè)績(jī)效的相互關(guān)系。但是，與許多國(guó)外學(xué)者一樣，本研究主要采用的是橫向調(diào)研法，而沒(méi)有采用縱向調(diào)研法。因此，對(duì)概念模型中各變量的因果關(guān)系還不能做出完全肯定的結(jié)論，而只能斷定各變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。樣本數(shù)據(jù)基本上是筆者親自收集的，有較高的可信度。但是，由于時(shí)間和精力的限制，只收集了湖南和廣東兩省的數(shù)據(jù)，不能較好地代表全國(guó)的實(shí)際情況。另外，在大多數(shù)飯店僅收集到1個(gè)樣本，這些飯店的數(shù)據(jù)質(zhì)量受到一定影響。

致謝：本文為本人博士學(xué)位論文的一部分，感謝導(dǎo)師保繼剛教授的指導(dǎo)，特別感謝所有接受作者訪談和問(wèn)卷調(diào)查的星級(jí)飯店。

[責(zé)任編輯：吳巧紅；責(zé)任校對(duì)：張憲玉]